【研究報告】

大阪市立大学看護学雑誌

第17巻（2021. ３）

the Oldenburg Burnout Inventory − German version 邦訳の信頼性と妥当性の検討
Reliability and Validity of the Japanese Translation of the German Version of the Oldenburg Burnout Inventory

熊谷たまき1）
Tamaki Kumagai

小竹久実子2）
Kumiko Kotake

藤村

一美3）

Kazumi Fujimura

三宮

有里1）

Yuri Sannomiya

上野

恭子4）

Kyoko Ueno

Abstract
Purpose:The purpose of this study was to identify psychometric characteristics of the German version of the Oldenburg
Burnout Inventory（OLBI, 16 items）developed by Demerouti and others.
Methods:An anonymous self-administered questionnaire survey was conducted with nurses, and the responses of 1,480 nurses
who answered all questions of 16 items were used for analysis（response rate of 48.7% and validity rate of 98.3%）. We examined
the internal consistency of the scale, construct validity, and concurrent validity.
Results:The analysis confirmed the internal consistency and concurrent validity of the Japanese translation of the German
version of the OLBI. We found that model fit tended to be high in the model of 15 items, except for one item with low attribution.
Discussion:As in the previous studies, one of the measurement items was not attributed to the factor. It is necessary to pay
attention to the constructs when using the Japanese translation of the German version of the OLBI, and verify their validity in the
future study.
Key Words：Burnout, the Oldenburg Burnout Inventory, Reliability, Validity

要旨【目的】本研究はDemerouti, E.らが開発したthe Oldenburg Burnout Inventory（OLBI-独語版，16項目）の邦訳の計
量心理学的特性を確認することを目的とした。
【方法】調査は看護師を対象に無記名自記式調査票を用いて実施し、16項目の質問に無回答がない1,480名の回答を分析に用いた（回答率48.7％，有効率98.3％）。分析は尺度の内的一貫性と構成因子妥当性・併存妥当性について検討した。
【結果】分析の結果、OLBI（独語版）邦訳の内的一貫性と併存妥当性は確認された。因子構成は因子（disengagement）
で帰属が低い１項目を除いた15項目のモデルにおいて、モデル適合度が高い傾向にあった。
【考察】測定項目の１項目が因子に帰属しない結果は先行研究と同様であったことから、OLBI-独語版の邦訳を用いる際は因子構成に留意し、今後さらに妥当性の検証を重ねる必要がある。
キーワード：バーンアウト、the Oldenburg Burnout Inventory、信頼性、妥当性

Ⅰ．緒言って仕事上において極度の身体的疲労と感情の枯渇を示す症候であるとされ、医療・福祉職、保育・教育職

バーンアウトは1974年に Freudenberger がはじめといったヒューマンサービス労働に携わる人々に高率て用いた概念であり、その後、Maslach（1976）によにみられると指摘された。看護師を対象としたバーン

1）

2）

3）

４）

大阪市立大学大学院看護学研究科
山口大学大学院医学系研究科保健学専攻＊連絡先：熊谷たまき

奈良県立医科大学大学院看護学研究科
順天堂大学大学院医療看護学研究科

大阪市立大学大学院看護学研究科

─ 11 ─

内線3547

アウトに関しては国内外において多くの研究蓄積があえて開発された尺度の１つに Demeouti, et al.（1998）

り、わが国においても看護職者におけるバーンアウトに よ る Oldenburg Burnout Inventory（ 以 下、OLBIの発生率は高く、急性期病院の看護師5956名の約56％とする）がある。本尺度は心身を含む exhaustion（疲がバーンアウト状態にあり、看護師経験年数が少ない弊感）と disengagement（離脱）の２つの概念で構成ほど情緒的消耗感が高いこと（伊豆上，2007，増野，され、OLBI は職種を問わず一般的な対象に使用でき

2007，Kanai-Pak, et al., 2008）、バーンアウト状態はること、また心理測定の点から各因子の質問項目に肯

職務満足度や離職意図に関連すること（塚本，2007；

定的・否定的質問が同数設定していることにも特徴が古屋ら , 2008）、また精神的健康や主観的健康に影響あるとされる。OLBI は独語版と英語版があるが日本を及ぼすことが明らかにされており（秋月ら，2007；

語版は作成されていない。そこで本研究では OLBI で楢原ら，2012）、さらに看護師が患者に提供する看護標準化されている独語版を邦訳し、看護師においてそケアの質にも関連することが懸念されると指摘されての信頼性と妥当性を検討することを目的とした。

いる（増野，2007）。
Ⅱ．方法

バーンアウトの測定に関してはこれまでに複数の尺度が開発されている。中でも Maslach & Jackson
１．調査方法（1981）が開発した「Maslach Burnout Inventory」（以
下、MBI とする）はバーンアウトに関する多くの研調査対象については各都道府県にある200床以上の究で用いられており、わが国においても北岡ら（2004）

医療機関から５％抽出率で協力を依頼する施設を選定に よ る MBI 日 本 語 版 や 田 尾（1987，1989） が MBI

し、うち協力に承諾が得られた40施設、看護師3,089に 準 拠 し て 作 成 し た 尺 度 が 活 用 さ れ て い る。MBI

名に無記名自記式調査票を用いて調査を実施した。

は「 情 緒 的 疲 弊 感（emotional exhaustion）」「 脱 人1,505名の回答が得られ（回収率48.7％）、本報告では格化（depersonalization）」「個人的達成感（personal

OLBI の質問に無回答がない1,480名の回答を分析に用

accomplishment）」 の 下 位 概 念 に よ っ て 構 成 さ れ、いた（有効回答率98.3％）。調査は2015年10月から12

MBI の尺度としての因子不変性が縦断的調査によっ月に実施し、調査票は看護部をとおして対象者に配付て示されている（Mäkikangas, et al., 2011）。その一し、個別郵送にて回収した。

方で、３つの下位尺度による概念構成に対しては、主に捉えているのは疲れ切った情緒的状態のみで身体２．測定方法的な側面を包含しておらず、さらに個人的達成感に

１） Oldenburg Burnout Inventory − German Version 邦訳版

関しては他の２因子との相関関係が低く個人達成感の低下はバーンアウトの結果として生じる、といっ

OLBI（独語版）の邦訳は尺度開発者に翻訳に許た構成概念の妥当性の課題が指摘されている（原田可を得た上で順翻訳を行い、内容の妥当性を研究者

ら，2000，Kalliath et al., 2000）。 田 尾（1987） が 作間で検討した後に逆翻訳を行った。なお翻訳は独語成した尺度も MBI と同様に「情緒的疲弊感」「脱人格を母国語とする翻訳者に依頼した。OLBI は２因子化」
「個人的達成」の概念からなり、３つの概念間に「disengagement（離脱）」「exhaustion（疲弊）」によ

中程度の相関関係があることをもって構成概念の妥当り構成され、各因子は肯定的・否定的質問各４項目の性は確保されているとしている（久保，2007）が、個８項目からなる。回答は各質問に対し「とてもそう思

人的達成に関しては MBI と同様に概念間の因果の課

う＝４点」から「全くそう思わない＝１」の選択肢を題が残る。それゆえに MBI の活用においては個人的設け、分析には因子ごとに単純加算した値を用いる。

達成感を除いた情緒的疲弊感と脱人格化の２因子モデ

２） 精神的健康

ルや３因子以上の多因子モデルもメタ分析から報告さ

精神的健康は健康関連 QOL の測定尺度である SF-

れている（Worley, et al., 2008）。さらに MBI の質問

36v2の下位概念「心の健康」を用いた。「心の健康」

項目に関しては情緒的疲弊感と脱人格化はすべてが否

は過去１ヶ月間の精神的状態を0点から100点で表し、定的表現であり、個人的達成感は肯定的な質問のみで数値が高いほど落ち着いて穏やかな気分であり、低いあることも心理測定からの課題として指摘されているほど神経質で憂うつな気分であることを示すとされ（Demerouti, et al., 2001）。

る。

以上の MBI の概念と測定尺度としての課題を踏ま─ 12 ─

３） 主観的健康感

大阪市立大学看護学雑誌

第17巻（2021. ３）

４．倫理的配慮

主観的健康感は「現在の健康状態はいかがですか」の単項目で質問し、「最高に良い」から「良くない」

調査対象者に本研究の目的と方法を書面にて説明の５段階で回答を得て、順に５点から１点を配した。

し、調査の諾否は自由意思によること、協力を拒否し主観的健康は身体的健康のみならず総体としての健康ても不利益を被らないこと、調査票の返送をもって調状態を表すとされる。

査協力に同意を得たとみなすため調査票の返送後は同

４） 生活満足度

意を撤回できないことを文書に明記した。なお、本研

現在の生活の満足度について「全体として、今の生
活にどのくらい満足していますか」で質問し、「まっ究は順天堂大学医療看護学部研究等倫理審査委員会（順看倫第27−29号）の承認を得て実施した。

たく満足していない＝１点」と「非常に満足している
Ⅲ．結果＝５点」を配した５段階の SD 法によって回答を得た。
５） 自己効力感
１．分析対象者の特性

自己効力感は、成田ら（1995）による特性的自己効
力感尺度を用いて測定した。本尺度は「自分が立てた

分析対象1,480件の性別は女性1,316名（88.9％）、男

計画は、うまくできる自信がある」「しなければなら

性157名（10.6％）、無回答7件（0.5％）であり、年ないことがあってもなかなか取りかからない」等の23

齢は中央値が28歳であり、看護師経験年数は中央値5項目の質問に「とてもそう思う＝５点」から「全くそ年であった。最終学歴は、専門学校1,091名（73.7%）、

う思わない＝１点」の５段階で回答を得て、全項目を短期大学52名（3.5%）、大学・大学院312名（21.2%）、

単純加算して得点化する。本尺度が取り得る値は23点

その他・無回答25名（1.7%）であった。

から115点であり、得点が高いほど自己効力感が高い
２．OLBI の因子構成・併存妥当性、信頼性の検討ことを表す。
６） 仕事継続意向

２因子16項目（以下、モデルⅠとする）の確認的因

現在の職場での仕事継続の意向を「とてもそう思う」

子分析の結果、disengagement の１項目「自分にとっから「全くそう思わない」の４段階で尋ね、回答に４て仕事は挑戦」の因子負荷量が -.144と負になり他7点から１点を配し分析に用いた。

項目と因子帰属が異なっていたため、この１項目を除外し２因子構成15項目（以下、モデルⅡとする）につ

３．分析方法いて確認的因子分析を行い、各項目の因子帰属とモデ
ル適合を確認した。なお、モデルⅠの exhaustion で

OLBI の因子構成は確認的因子分析によってモデ2

ル適合度を評価した。適合度指標にはχ /df・CFI・

は「仕事量をしっかりこなせる」の因子負荷量 .159

TLI・RMSEA・SRMR を用い、評価基準は先行研究と低かったが有意水準0.1％未満にあったため本項目を 参 考 に CFI と TLI は >. 90、RMSEA と SRMR はは除外せずに残した。また、モデルⅠとモデルⅡを比≦ .080と し た（Hu & Bentler, 1999；Broun, 2006）。

較検討するためにモデルⅡの適合度と併存妥当性、内適合度指標の目安は豊田（1998）によっても CFI は的一貫性についても分析し、その結果を示した（表２）。

0.90、RMSEA は0.05以下であればあてはまりがよく、モデルⅠの適合度は CFI・TLI・RMSEA・SRMR の0.1以上ではあればあてはまりが悪いとする経験的基

順に、.808、.776、.086、.069であり CFI・TLI は基準

準が提唱されている。なお、χ2/df は標本数の影響より低かったが、RMSEA・SRMR は基準内にあったを受けやすいことから本研究では参考指標とした。併（表２）。また、モデルⅡでは、順に .829、.808、.085、

存妥当性の検討に関しては、バーンアウトは身体的・.065と若干ではあるもののモデルⅠよりモデルⅡでよ

精神的健康と離職意向に影響することから、OLBI のい適合度が示された（表２）。

２因子 disengagement・exhaustion それぞれにおいて併 存 妥 当 性 に つ い て は disengagement と exhaus-

心の健康・主観的健康感・生活満足度・自己効力感・tion ２因子ともに心の健康・主観的健康感・生活満足

仕事継続意向との相関関係から検討した。信頼性は度・自己効力感・仕事継続意向との相関関係を検討

I−T相関とω係数によって内的一貫性をみた。
なお、し、分析結果を表１に示した。モデルⅠの disengage-

以上の分析には統計パッケージM-plus 7 version1.4

ment では，心の健康（r ＝ -.403）、主観的健康感（r（1）、R version 4.0.3を用いた。

＝ -.320）、生活満足度（r ＝ -.399）、自己効力感（r ＝-.418）、仕事継続意向（r ＝ -.585）であり、exhaus-─ 13 ─

表１

因子構成，併存妥当性，内的一貫性の検討
モデルⅠ：２因子16項目

因子負荷量

モデルⅡ：２因子15項目

I-T 相関Mean（SD）

因子負荷量

I-T 相関Mean（SD）

Disengagement（離脱）Dis1：新たな面白さの発見 *

.408

674

2.36（0.66）

.414

748

2.36（0.66）

Dis2：否定的な語りが多い

.745

.643

2.66（0.78）

.745

.707

2.66（0.78）

Dis3：機械的な仕事の仕方

.442

.684

2.48（0.71）

.445

.752

2.48（0.71）

Dis4：仕事への思い入れ消失

.761

.625

2.56（0.77）

.765

.693

2.56（0.77）

Dis5：仕事にうんざり

.734

.650

2.79（0.89）

.732

.713

2.79（0.89）

Dis6：他の職業は考えられない *

.328

.704

2.63（0.86）

.329

.773

2.63（0.86）

Dis7：仕事にますます打ち込む *

.460

.671

2.76（0.65）

.464

.741

2.76（0.65）

Dis8：自分にとって仕事は挑戦 *

-.144

.763

2.42（0.71）

−

−

−

（再掲）

（再掲）

Exhaustion（疲弊）（再掲）

Ex1：仕事の前にすでに疲労感

.641

.754

3.26（0.67）

.641

.754

3.26（0.67）

Ex2：長い休息が必要

.683

.741

3.05（0.78）

.683

.741

3.05（0.78）

Ex3：仕事を負担に思わない *

.496

.768

3.01（0.73）

.496

.768

3.01（0.73）

Ex4：精も根も尽き果てた

.773

.735

2.65（0.82）

.773

.735

2.65（0.82）

Ex5：余暇を楽しむ余裕 *

.460

.771

2.82（0.82）

.460

.771

2.82（0.82）

Ex6：仕事後、ぐったり疲れ果てている

.730

.735

2.96（0.77）

.730

.735

2.96（0.77）

Ex7：仕事量はしっかりこなせる *

.159

.803

2.17（0.56）

.159

.803

2.17（0.56）

Ex8：やる気にあふれている *

.474

.777

2.84（0.67）

.474

.777

2.84（0.67）

得点分布（Mean（SD））

2.58（0.44）2.84（0.46）

相関関係（r）.577**

内的一貫性（ω）

.75

（１因子）

.85

2.60（0.49） 2.84（0.46）.631**

.79

.79

.79

.87

併存妥当性3）

（再掲）

心の健康

-.403

-.555

-.450

-.555

主観的健康感

-.320

-.472

-.345

-.472

生活満足度

-.399

-.461

-.413

-.461

自己効力感

-.418

-.397

-.447

-.397

仕事継続意向

-.585

-.43

-.590

-.430

注）1．*：逆転項目を表す．
2．Exhaustion はモデルⅠとモデルⅡで項目が同じであるため，モデルⅡは（再掲）として表示した．
3.**; p < .01

表２モデル適合の比較
モデル適合度指標

モデルⅠ
モデルⅡ1)

因子構成

χ2/df

CFI

TLI

RMSEA

SRMR

M1-1:2因子構成

11.8

.808

.776

.086

.069

M1-2:1因子構成

13.7

.773

.738

.093

.071

M2-1:2因子構成

11.8

.829

.808

.085

.065

M2-2:１因子構成

14.1

.790

.755

.094

.068

Δχ2
204.01222.38注）1.モデルⅡは下位尺度（Disengagement）から１項目除外した．
2.Δχ2はモデル内におけるχ2の変化量．

tion で は 順 に、r ＝ -.555、r ＝ -.472、r ＝ -.461、r ＝

モデルⅠより高いα値が示され、また7項目中の6-.397、r ＝ -.430であった。また、モデルⅡでは順に、項目のみが .700以上であった。ω係数はモデルⅠの

r ＝ -.450、r ＝ -.345、r ＝ -.413、r ＝ -.447、＝ -.590でdisengagement で .75、Exhaustion で .79、モデルⅡであった。

はいずれも .79であった（表１）。

信頼性の内的一貫性はI−T相関とω係数によ

上記に加えて２因子の相関関係が中程度以上見らって検討した。I − T 相関については、モデルⅠのれたため（ピアソン積率相関係数：モデルⅠ .577, モ

disengagement は（.625〜 .763）、exhaustion は（.735

デルⅡ .631）、１因子構成を想定しモデル適合を評価〜 .803） で あ っ た。 モ デ ル Ⅱ で は（.693〜 .773） としたところ、適合度指標はモデル１で、CFI・TLI・

─ 14 ─

大阪市立大学看護学雑誌

第17巻（2021. ３）

RMSEA・SRMR は 順 に .773、.738、.093、.071で あRMSEA ＝ .09、SRME ＝ .07と報告されており、本報り、モデルⅡでは順に .790、.755、.094、.068といず告の結果とほぼ同じであった。先述した１項目の帰属れも２因子構成より適合度が低かった（表２）。本

の課題に対しては、モデル適合度の評価から２因子15

分析対象における 2 因 子 の 得 点 分 布 は、 モ デル Ⅰ

項目が有用であると考えられる。なお、適合度指標のdisengagement で 平 均 2.58±0.44（ 標 準 偏 差 ）、ex-χ /df は標本数の影響を受けやすいことから本研究

haustion では平均 2.84±0.46（標準偏差）、２因子間では参考指標とした。

2のピアソン積率相関係数は r ＝ .577であり、モデルⅡ

OLBI の併存妥当性については、バーンアウトは身では、順に2.60±0.49、2.84±0.46、r ＝ .631であった

体的・精神的健康、well-being に影響する（Ulla, et（表1）。なお、併存妥当性の検討に用いた心の健康、

al., 2011; Chernoff, P., et al., 2018）のため、OLBI 得点

主観的健康感、生活満足度、仕事継続意向の平均（標が高いほど心の健康、主観的健康感が低いという相関

準 偏 差 ） は、 順 に58.3（ ±18.4）、2.9（ ±0.8）、3.0

関係が認められたことは妥当な結果であると考えられ（±0.9）、2.5（±0.8）であり、自己効力感は68.6（±

る。また、バーンアウトと生活満足度は、Demerouti,

10.6）、クロンバック信頼性係数は .862であった。

et al.（2000）によって看護師を対象とした調査から
disagreement と exhaustion ともに生活満足度を低下

Ⅳ．考察させる影響があることを示されていることから、本分
析対象においてバーンアウトと生活満足度が負の相

本研究は Demerouti, et al. が開発した Oldenburg

関関係にあったことは妥当な結果であると考えられ

Burnout Inventory（独語版）の邦訳を作成し、そのる。離職意向あるいは職務継続意向とバーンアウトの信頼性と妥当性を検討することを目的とした。開発者

関連についてもバーンアウト得点が高いほど離職意向に邦訳の許諾を得た際に OLBI のオリジナルの独語版を高め、職務継続意思を低下させる影響が報告されと英語版（非標準化）がある旨のコメントが添えられていることから（Ohue, T., et al. 2011; 撫養ら , 2014;ていたことから、先にオリジナル版の邦訳について検Rudman, A., et al., 2014）、OLBI ２因子それぞれが職討した。

務継続意向と負の関係にあったことは解釈可能な結果結果で示したとおり、本分析対象において OLBI のといえる。日本看護協会によれば、2019年度の看護職

測定項目１項目の因子帰属がみられなかった。この点

者の離職率は約10％と横ばいの状況が続いていること

ついては D. Reis et al.（2015）の研究で同様の結果がが報告されており、様々な離職予防の対策が講じられ報告されている。具体的には、ドイツにおける看護ていることを踏まえ、基礎データとなるバーンアウト

師385名において実施した調査結果として、１項目‘Iを把握する尺度に関する調査研究がより一層に質・量

find my work to be a challenge’が因子に帰属せず、ともに望まれるところである。さらに、バーンアウ

その理由として英語版では‘I find my work to be a

トと自己効力感の関連については自己効力感を高め

positive challenge’とありワーディングが異なること、る こ と に よ っ て disengagement と exhaustion を 低 下

また‘challenge’は時間的な制約がかかり仕事要求させることが報告されていることから（Dasgupta, P.,

度が高い看護専門職という特異的文脈で解釈された結2013）、本報告の OLBI ２因子と自己効力感が負の相果であると説明している。指摘の１つ目の課題に対し関を示したことは妥当な結果といえる。本報告では、ては英語版と邦訳との比較から明らかにすることがで妥当性は因子妥当性と併存妥当性について検討した

き、後者に関しては回答傾向の違いは質問によって捉が、妥当性は多面的に検討することが求められる。先える概念が異なっていると推察されるため、D. Reis

述したように尺度の質問項目の肯定的・否定的な配置

et al. が指摘する看護師が有する特性であるか否かをが偏らないことがよいとされる一方で、心理面を測定

他職種を対象とした調査研究との比較から確認するこする場合に肯定的・否定的質問は内容の異同を慎重にとが必要である。

解釈することが指摘されていることから（Hu, et al.,

因子構成の妥当性はモデル適合度で評価した。適合度指標の目安に照らしてみると CFI と TLI はやや低い値であったが、RMSEA と SRMR は許容範囲にあった。適合度については、D. Reis et al.（2015）が示した OLBI 2因子のモデル適合は CFI ＝ .89、TLI ＝ .87、

─ 15 ─

2011）、内容妥当性等の課題について検討することがさらに必要である。

Ⅴ．今後の課題

Dasgupta, P.（2013）: Effect of Role Ambiguity, Conflict and Overload in Private Hospital’s Nurses’

本研究では OLBI の独語版の邦訳について検討した

Burnout and Mediation Through Self Efficacy,

が、先に述べたように OLBI は英語版もあり、その邦

Journal of Health Management, 14（4）, 513-534.

訳の計量心理学的な検討が必要である。そして、尺度

Demerouti, E., & Nachreiner, F.（1998）：Zur Spe-の妥当性に関しては多側面からの検討が求められるこ

zifität von Burnout für Dienstleis- tungsberufe:とから、他のバーンアウトの測定尺度との比較によFakt oder Artefakt [The specificity of burnout forって OLBI で捉えうる概念を明確にすること、異なる

human services: Fact or artefact]. Zeitschrift für

対象集団で交差妥当性を検討すること、縦断的調査研

Arbeitswissenschaft, 52, 82-89.

究によって予測妥当性に関する検討を加えることによ

Demerouti E., Bakker A.B., Nachreiner F., et al.

り、OLBI 尺度の実証研究における有用性をさらに明（2000）：A model of burnout and life satisfaction

らかにすることが求められる。バーンアウトが高い割

among nurses, Journal of Advanced Nursing, 32

合でみられるとされる保健福祉分野や教育分野等のヒ（2）, 454-464.

ューマンサービス労働に携わる者を対象に、OLBI のDemerouti E., Bakker A.B., Nachreiner F., et al.

日本語版の妥当性を検証することが今後の課題であ（2001）： The job demands-resources model ofる。

burnout, Journal of Applied Psychology, 86（ 3）,499-512.
Ⅵ．結論

Demerouti E., Bakker A.B., Vardakou I., et al.（2002）：
The convergent validity of two burnout instru-

本研究の目的は Demerouti, et al. が開発した Olden-

ments, -A Multitrait-Mutimethod Analysis, Eu-

burg Burnout Inventory（独語版）の邦訳を作成し、

ropean Journal of Psychology Assessment, 18（3）,

その計量心理学的特性を検討することであった。本分

296-307.

析対象において分析の結果として得られた結果は、①
OLBI の因子 disengagement の１項目の因子帰属がみ

Freudenberger H.J.（1974）：Staff burn-out, Journalof Social Issues, 30（1）, 159-165.

られなかったことから1項目を除外した2因子15項

Fukuhara S., Bito S., Green J., et al.（1998）: Trans-

目の方が、モデル適合度がよいことが示された、②lation, adaptation, and validation of the SF-36

OLBI 尺度２因子ともに、心の健康・主観的健康感・

Health Survey for use in Japan, Journal of Clinical

生活満足度・自己効力感・仕事継続意向との相関関係

Epidemiology, 51, 1037-1044.

から併存妥当性を認め、信頼性については内的一貫性

Fukuhara S., Ware J.E., Kosinski M., et al.（1998）：
Psychometric and clinical tests of validity of theが確認された。

Japanese SF-36 Health Survey, Journal of Clinical
Epidemiology, 51, 1045-1053.

本研究は、JSPS 科研費の助成を受けた（課題番号

古屋肇子, 谷冬彦（2008）：看護師のバーンアウト生起

25463357，17K12130）。

から離職願望に至るプロセスモデルの検討, 日本看文献

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